中国对“一带一路”沿线国家投资的减贫效应分析

　　摘 要：促进”一带一路”沿线国家减贫是中国践行联合国千年发展目标的重要环节。文章在中国促进“一带一路”沿线国家减贫事实的基础上，进一步通过固定效应模型检验了中国对“一带一路”沿线国家投资的减贫效应。研究发现：中国对”一带一路”沿线国家投资能够显著地促进沿线国家减贫，且对低收入国家的作用效果更大;贸易量增长与资本丰裕度提升是“一带一路”沿线低收入国家摆脱贫困的重要“抓手”;“一带一路”沿线高收入国家减贫目标的实现依赖于效率水平提升和市场规模扩张;农村人口比重上升会加剧”一带一路”沿线国家的贫困。

　　本文源自统计与决策 发表时间：2021-03-29统计与决策不仅连续入选北大核心目录，还被众多重点院校评为权威期刊，其学术性得到了广大学者的承认，根据新闻出版总署发布的《期刊出版管理规定》和教育部中文社会科学引文索引(CSSCI)指导委员会第六次会议精神，本刊从2007年10月出版的杂志开始，规范刊期和版本标注，恢复刊期标注为连续出版刊期标注。下半月不再标注“理论版”字样，即今年10月上半月出版期为2007年第19期，10月下半月为2007年第20期，以此延续类推。

　　关键词：“一带一路”倡议;对外投资;减贫效应

　　0 引言

　　从改革开放之初7亿多农村贫困人口到2020年全员进入小康社会，中国在自身实现脱贫的同时，也在积极地推动世界的减贫进程。其中，“一带一路”倡议即为中国推进世界减贫进程的一项重要举措。从中国“走出去”战略实施再到“一带一路”倡议稳步推进，中国对“一带一路”沿线国家的直接投资规模呈现了“井喷式”的增长。其中相当数量的投资流向了基础设施建设、互联互通等关乎沿线国家经济发展的领域，从直观上看，这将有助于提升沿线国家的经济发展质量，提高居民的福利水平。那么中国对”一带一路”沿线国家投资可否促进沿线国家脱贫?是否产生了减贫效应?

　　从资源配置的角度来看，对外投资作为在全球范围内整合资源的一种重要形式，将有助于双边国家整合资源，对减贫目标的实现产生促进作用。据此，系统分析中国对”一带一路”沿线国家投资的减贫效应，将有助于为稳妥推进“一带一路”建设提供重要的经验支撑，有助于进一步提升中国在国际事务中的话语权和影响力。基于此，本文系统构建了对外投资促进东道国减贫的理论框架，在厘清中国对”一带一路”沿线国家投资促进其减贫事实的基础上，构建计量经济模型实证检验中国对沿线国家投资的减贫效应。

　　1 研究假设

　　对外投资是实现资本、劳动等要素在更大空间范围配置的重要途径，减贫是一国或地区在经济发展中追求的目标。国际经济学的相关理论表明，对外投资能够明显提升东道国的福利水平。结合国内外相关文献，可以得到对外投资促进东道国减贫的理论机制主要包括如下几个方面。

　　(1)基础设施效应

　　从发展经济学的角度来看，基础设施不完善是导致一国或地区贫困的主要原因。而对外投资能够通过促进基础设施完善而产生减贫效果。随着“一带一路”倡议的扎实稳步推进，诸多学者研究了中国对”一带一路”沿线国家投资的基础设施改善效应[1—3] ，研究结果表明其有助于明显改善沿线国家的基础设施质量，且其对沿线国家经济增长的促进作用中相当一部分是由基础设施改善来实现的。因此，本文认为对外投资能够通过促进基础设施的改善而产生减贫效果。

　　(2)就业拉动效应

　　对外投资对东道国的就业拉动作用是减贫目标实现的直观显现，从传导机制来看，大致包括两个方面：一是对外投资能够为东道国创造就业机会，随着企业到东道国投资经营，东道国的劳动力作为一种生产要素被企业吸纳进来，带动了就业[4,5] ;二是对外投资能够对东道国劳动力市场产生示范效应，即随着对外投资流入东道国，技术和管理经验也随之流向东道国，这将会促进东道国劳动力市场不断完善，起到优化就业结构、提升就业质量的效果[6,7] ，这一机制会对东道国减贫目标的实现产生积极影响。

　　(3)技术转移效应

　　对外投资促进东道国减贫的另一传导机制可以归结于技术的转移效应，在国际经贸合作中，对外投资在整合资源的同时，也会产生技术的传递[8] 。在该效应的影响下，对外投资将有助于促进东道国产业结构的转型升级[9] ，助力东道国向全球价值链的高端位置攀升[10] ，避免其陷入全球价值链“低端锁定”状态而加剧贫困。基于此，可以认为对外投资的技术转移效应能够促进减贫目标的实现，并使这一效果具有可持续性。

　　本文以“一带一路”沿线国家为研究对象，基于上述的理论机制分析可以认为中国对“一带一路”沿线国家的投资具有促进沿线国家减贫的效果，基于此，本文提出：

　　假设1：中国对“一带一路”沿线国家投资具有减贫效应。

　　具体到“一带一路”沿线各个国家来看，其经济发展水平、阶段、收入水平差异性较大。有理由认为中国对“一带一路”沿线国家投资的减贫效应存在异质性。“一带一路” 倡议的突出属性在于其始终以发展为导向，以构建中国与”一带一路”沿线国家的“命运共同体”为出发点与落脚点，那么有理由认为中国对“一带一路”沿线低收入国家投资的减贫效应更大，基于此提出：

　　假设2：中国对“一带一路”低收入国家投资的减贫效应更大。

　　2 对外投资促进减贫的特征事实

　　在本文涉及的61个“一带一路”沿线国家中，多数为经济发展水平相对落后的发展中国家，贫困更是成为制约其发展最为棘手的问题。根据世界银行的统计标准，在这 61个国家中，43个国家处于中等收入或中等收入水平以下(以下统称为“低收入国家”)，其中2003年该43国的人均 GDP 水 平 为 1529.73 美 元 ，仅 为 世 界 平 均 水 平 的 24.98%，2008年金融危机后该比例具有一定程度的上升，但始终不足50%。而阿富汗、尼泊尔、塔吉克斯坦、缅甸、柬埔寨、孟加拉国、吉尔吉斯斯坦的人均GDP水平更是不足世界平均水平的10%。随着世界经济的发展以及经济全球化进程的逐步加深，低收入国家依靠自身的资源禀赋来摆脱贫困的难度变得越来越大，借助外力则成为其实现经济发展的重要选择。在国际事务中，中国始终以负责任的大国形象和担当致力于推动全球的减贫进程。具体到中国对“一带一路”沿线国家的投资方面，具有如下的事实。

　　2.1 BOT模式为中国对“一带一路”沿线国家投资的主要形式

　　所谓 BOT 模式(Build-Operate-Transfer)即为“建设经营-转让”的投资模式。中国政府从“一带一路”沿线国家的具体国情出发，结合沿线国家的经济发展特征和技术条件，引导中国企业在“一带一路”沿线国家的投资完成 “建设-经营-转让”的过程，代表性的投资项目如中国以 BOT的形式投资于缅甸的油气管道建设和水电资源开发等关乎民计民生的领域;在充分考虑柬埔寨水电资源丰富但受技术制约的现实状况后，中国以BOT形式助力柬埔寨的水电基础设施建设，提高了其电力普及率。直观上讲，这些投资均有助于“一带一路”沿线国家减贫目标的实现。

　　2.2 投资领域广泛集中于基础设施建设、互联互通领域

　　中国政府十分重视对“一带一路”沿线国家的基础设施投资，如中国对乌克兰基辅4号地铁线的建设、南方粮食码头项目、对M03和M12公路的修复和翻新改造，切实有效地提升了乌克兰基础设施的质量;中国水电建设集团海外投资有限公司投资的上马相迪A水电站和中国水利电力对外公司投资的上马蒂水电站有效缓解了尼泊尔电力紧缺的问题，这些皆有助于“一带一路”沿线国家的减贫。

　　在互联互通领域，中国政府积极推动国际主干道建设，中巴经济走廊建设稳步推进，中老铁路、中泰铁路、匈塞铁路、雅万高铁等一系列“一带一路”旗舰项目取得了阶段性成果，瓜达尔港也已经具备全作业能力，“六廊六路多国多港”的建设框架基本形成。结合前文的理论来看，这些建设均可例证中国对“一带一路”沿线国家投资会促进沿线国家减贫目标的实现。

　　2.3 中国对“一带一路”沿线国家投资为沿线国家创造了就业机会

　　中国对“一带一路”沿线国家投资会产生“就业拉动效应”，从而对减贫目标的实现产生积极影响。具体来看，中国对越南的投资广泛集中于制造业、房地产业和建设行业，据不完全统计，中国对越南的投资项目至少为当地员工提供了8~10万人的就业机会，占越南外资企业吸纳当地员工总数的5%~7%，这在一定程度上缓解了当地就业紧张的局面，对越南的脱贫产生促进作用。

　　通过如上特征事实，基本可以判定中国对“一带一路” 沿线国家投资会产生促进沿线国家减贫的效果。

　　3 研究设计

　　3.1 模型的设定

　　本文构建如下计量经济模型检验中国对“一带一路” 沿线国家投资的减贫效果：

　　ln HDIit = α + β1 ln OFDIit + λΓmt + vi + μt + εit (1)

　　其中，ln HDIit 表示 t 期 i 国人类发展指数的对数值， ln OFDIit 表示 t 期中国对 i 国投资的对数值，Γmt 为其他控制变量;α 为截距项;vi 为个体固定效应，μt 为时间固定效应，ɛit 为随机扰动项;t = 200320082018 ，i 表示本文涉及的“一带一路”沿线61个国家。

　　3.2 变量与指标的说明

　　(1)被解释变量(lnHDI)：《人类发展报告》中公布了世界各国的人类发展指数(HDI)。人类发展指数(HDI)是一国或地区在健康状况、教育普及程度、经济发展水平三方面的综合反映，其取值范围为0~1，取值越大，表明该国的贫困程度越低。本文取“一带一路”沿线国家人类发展指数的对数值作为被解释变量，用以衡量“一带一路”沿线国家的贫困程度。

　　(2)核心解释变量(lnOFDI)：为中国对“一带一路”沿线国家投资的对数值，数据来自《中国对外直接投资统计公报》。

　　(3)控制变量：

　　①农村人口比例(rup)：从发展经济学的角度来看，一国的农村人口占比与贫困程度呈正相关关系，即农村人口所占的比重越高通常表明该国的贫困程度越高。参照张原(2018)[11] 、张桂文等(2018)[12] 的研究，引入农村人口比例作为控制变量。

　　②人均资本形成额(lnpcap)：用各国人均资本形成额的对数值来反映“一带一路”沿线国家的资本丰裕情况。从经济学理论的角度看，一国的资本越丰裕越有利于该国减贫目标的实现。

　　③进出口贸易额(lntrade)：随着经济全球化进程的逐步加深，贸易作为国际经贸合作中最主要的形式对一国的经济增长和减贫具有重要的意义。基于此，本文用“一带一路”沿线国家与世界进出口贸易额的对数值来反映其贸易往来状况。

　　④效率(eff)：以“一带一路”沿线国家创办企业平均天数的倒数值作为代理变量来衡量各国的效率水平。

　　⑤人均GDP(lnpgdp)：通常情况下，一国或地区市场规模越大，其对企业的吸引力越大，消费者的选择空间也越大，这些均与该国的贫困程度具有密切的关系。基于此，本文用“一带一路”沿线国家人均GDP的对数值来反映其市场规模状况。

　　⑥工业化阶段(ids)：参照已有的相关研究，本文用制造业占GDP的比重来反映“一带一路”沿线国家所处的工业化阶段。上述变量除特殊说明外均来源于世界银行数据库，其描述性统计如表1所示。

　　4 实证分析

　　混合OLS估计、固定效应模型和随机效应估计为三种较为常见的面板数据估计方法。已有研究经验表明，混合 OLS估计对于遗漏变量问题的处理存在较大的缺陷，随机效应模型要求遗漏变量服从严格的假设条件，具体操作的难度较大。相比之下，固定效应模型能够将不随时间变化的变量固定起来以此达到降低估计偏误的效果，基于此，本文选用固定效应估计方法对模型(1)进行估计，此外Hausman的检验结果也表明选用该方法进行估计更具合理性。 4.1 中国对”一带一路”沿线国家投资的减贫效应——整体视角

　　以2003—2018年61个”一带一路”沿线国家的数据为样本，对模型(1)进行回归，结果如表2所示。

　　表 2 模型(1)至模型(7)中核心解释变量对外投资(lnOFDI)在1%的显著性水平下均通过检验且系数符号为正，由此表明中国对“一带一路”沿线国家投资具有促进沿线国家减贫的效果(即假设1成立);控制变量中，农村人口比例(rup)的系数符号为负，在5%的显著性水平下通过检验，即农村人口比例的上升会加剧“一带一路”沿线国家的贫困状态;此外，人均资本形成额(lnpcap)、进出口贸易额(lntrade)也均具有统计显著性。

　　4.2 中国对”一带一路”沿线国家投资的减贫效应——异质性视角

　　为了进一步分析中国对”一带一路”沿线国家投资减贫效果的异质性，将本文涉及的61个国家，依照世界银行收入水平的划分标准分为两个组别，即低收入国家组(处于中等收入或中等收入水平以下的43个国家)和高收入国家组(处于高收入水平的18个国家)，回归的结果分别如下页表3和表4所示。

　　从表3中模型(1)至模型(7)的回归结果来看，核心解释变量对外投资(lnOFDI)在1%的显著性水平下均通过检验，系数符号为正，即中国对“一带一路”沿线低收入国家投资具有促进其减贫的效果;农村人口比例(rup)在10% 的统计显著性水平下通过检验，人均资本形成额(lnpcap)和进出口贸易额(lntrade)分别在10%和1%的显著性水平下通过检验。

　　表4中的回归结果显示，模型(1)至模型(7)中核心解释变量对外投资(lnOFDI)在1%的显著性水平下也均通过检验，且系数符号为正，表明中国对“一带一路”沿线高收入国家投资同样能够促进其人类发展指数的提升;控制变量中，农村人口比例(rup)、效率水平(eff)和人均GDP(lnp⁃ gdp)分别在 1%和 5%的水平下通过统计显著性检验，即 “一带一路”高收入国家本国农村人口比例降低、效率水平的提升和人均GDP的增长对其减贫的促进作用显著。

　　对比表3和表4中的回归结果可以得到，中国对”一带一路”沿线国家的投资无论是投向高收入国家还是低收入国家均有助于其人类发展指数的提升，从系数的大小来看，对低收入国家减贫效果的促进作用更大，即假设2成立。从控制变量的角度来看，无论是“一带一路”沿线国家的低收入国家还是高收入国家，农村人口比例的提升均会加剧其贫困状态;另一方面，人均资本形成额和进出口贸易额的增加对“一带一路”沿线低收入国家减贫效果的促进作用明显，而高收入国家的减贫则更多需要效率水平的提升和人均GDP的增长。

　　4.3 结果分析

　　通过上述的实证研究结果，可以判定中国对 “一带一路”沿线国家投资能够显著地促进沿线国家减贫，且对低收入国家的促进作用更大。其原因可能来自如下几个方面：第一，中国以大国责任和担当积极践行以减贫为核心的联合国“千年发展目标”，而“一带一路”倡议是新时代背景下中国向国际社会提供的一项重要公共产品， “合作共赢、包容互鉴”的古丝绸之路精神始终根植于“一带一路”倡议之中，中国以“一带一路”为载体积极推动与沿线国家的合作，并积极推进与”一带一路”沿线国家的“人类命运共同体”建设，这些也必将使得中国对”一带一路”沿线国家投资产生促进沿线国家减贫的效果;第二，“一带一路”倡议坚持以发展为导向，并始终遵循“共商、共建、共享”的基本原则。显然，“一带一路”倡议始终将沿线国家的发展问题置于最重要与突出的位置，“一带一路”倡议的设计理念与沿线国家谋求发展的逻辑具有高度的同一性。这也必然使得中国对”一带一路”沿线国家投资产生减贫效应，且其对低收入国家的作用效果更大;第三，从对外投资的基础设施效应、就业拉动效应和技术转移效应来看，“一带一路”沿线发展中国家居多，其实现经济发展面临基础设施建设落后、劳动力市场不完善以及技术水平滞后等多方面的制约，在世界经济深度融合的背景下，这些发展中国家仅依靠自身的力量无法解决这些困难，而借助外力便成为其摆脱贫困的重要选择。中国对沿线国家的投资即为其需要借助的重要“外力”，由此使得中国对”一带一路”沿线国家投资的减贫作用明显。

　　从控制变量的角度来看，农村人口比例的增加无论是对“一带一路”沿线高收入国家还是对低收入国家减贫目标的实现均具有不利影响，这与预期的结论相符。由此便要求” 一带一路”沿线国家切实关注农村人口问题，稳步有序地推进城镇化进程。此外，人均资本形成额与进出口贸易额增长对于促进“一带一路”沿线低收入国家减贫的效果明显，从经济学的角度来看，一方面，“一带一路”沿线低收入国家普遍存在资本匮乏的现实问题，由此使得资本的丰裕情况直接影响到减贫的效果;另一方面，“一带一路”沿线低收入国家的贸易量较高收入国家仍然存在较大的提升空间，受此影响，贸易量增长成为其摆脱贫困的重要“抓手”。相比之下，贸易量和资本已经相对充裕的“一带一路”沿线高收入国家实现进一步的发展则需要依托效率水平的提升以及国内市场规模的进一步拓展。

　　4.4 稳健性检验

　　(1)反向因果关系检验

　　从实证研究的角度来看，采用固定效应模型对面板数据进行估计能够在一定程度上降低因变量遗漏导致的估计偏误，但是反向因果导致的内生性问题可能依旧存在，参照李培馨(2014)[13] 的做法，将核心解释变量和控制变量均作滞后一期处理，在此基础上对模型(1)进行进一步估计，估计结果如表5所示。

　　由表5的回归结果可知，中国对“一带一路”沿线国家投资无论从整体的角度还是从异质性角度来看，均会对沿线国家的减贫产生积极作用，且对低收入国家的促进作用更大，该结论与前文的一致。

　　(2)异常值的影响检验

　　本文涉及的研究样本既包括收入水平较高的“一带一路”沿线国家，同时也涉及收入水平偏低的广大发展中国家，中国对“一带一路”沿线国家投资规模非均衡性特征也十分突出，这些均可能对实证研究结论产生影响。为此，本文将所涉及的变量作1%和99%的缩尾处理，在此基础上对模型(1)进行估计，回归结果如表6所示。

　　从表6可以发现：从整体的角度来看，中国对“一带一路”沿线国家投资具有促进沿线国家减贫的效果;从异质性的角度来看，中国对“一带一路”沿线高收入国家投资的减贫效应更大。该研究结论与前文一致。

　　通过以上的稳健性检验基本可以认为，本文的研究结论具有较高的科学性与可信度。

　　5 结论

　　本文从理论与实证两个维度分析了中国对“一带一路”沿线国家投资的减贫效应，得到如下主要结论：(1)中国对“一带一路”沿线国家投资的减贫效应明显，且对沿线低收入国家投资的减贫效应明显高于高收入国家;(2)资本丰裕和贸易量增加会显著地促进“一带一路”沿线低收入国家减贫目标的实现;(3)“一带一路”沿线高收入国家减贫目标的实现依赖于效率水平的提升和市场规模的扩张;(4)农村人口所占的比重越高，越不利于“一带一路”沿线国家减贫。